基于TPB 理論的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)分析

林君瑜，虎陳霞，楊素雅，汪祎銘，馬嘉若

（中國計(jì)量大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江杭州 310018）

《第一次全國污染源普查公報(bào)》顯示，在地表水環(huán)境污染中，農(nóng)業(yè)面源污染物的負(fù)荷占比高達(dá)60%，農(nóng)業(yè)面源污染已成為我國水環(huán)境污染的主要來源，同時(shí)也是當(dāng)前農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和農(nóng)村生態(tài)治理研究領(lǐng)域中的攻堅(jiān)點(diǎn)。黨的十九大報(bào)告和中央一號(hào)文件曾多次強(qiáng)調(diào)：要加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治，治理農(nóng)村生態(tài)環(huán)境突出問題。由此可見，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)面源污染防治已成為關(guān)系到中華民族永續(xù)發(fā)展的重大戰(zhàn)略問題[1]。

農(nóng)業(yè)面源污染的相關(guān)研究始于20 世紀(jì)60 年代的歐美等國家，直到20 世紀(jì)70 年代該領(lǐng)域才逐漸在全球范圍內(nèi)受到重視。國外農(nóng)業(yè)面源污染研究大致經(jīng)歷了3 個(gè)階段，從20 世紀(jì)70 年代對(duì)面源污染特征、影響因素的識(shí)別，到20 世紀(jì)80 年代對(duì)面源污染產(chǎn)生的機(jī)理研究[2]，再到20 世紀(jì)90 年代以后，熱點(diǎn)趨向面源污染物遷移轉(zhuǎn)化機(jī)制的研究[3]。隨著對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染形成機(jī)制及其危害認(rèn)識(shí)的深入，各國提出了各種控制管理措施，涉及經(jīng)濟(jì)、法律、政策等方面。國內(nèi)對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的研究起步較晚，20 世紀(jì)80 年代，周夢(mèng)嬌等[4]基于湖泊富營養(yǎng)化調(diào)查展開了農(nóng)業(yè)面源污染的探索性研究，對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的特點(diǎn)與污染負(fù)荷定量計(jì)算進(jìn)行了初步研究。20 世紀(jì)90 年代以后，學(xué)者們對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的產(chǎn)污機(jī)理及影響因素進(jìn)行了深入探討[5-6]。21 世紀(jì)以來，隨著國外面源污染機(jī)理模型的引進(jìn)和發(fā)展，眾多學(xué)者運(yùn)用各種模型和算法在不同地區(qū)和不同尺度開展了大量的應(yīng)用研究[7]，并開始探索適合我國國情的農(nóng)業(yè)面源污染治理政策和措施[8-9]。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營者是實(shí)施農(nóng)業(yè)面源污染治理的重要主體，在治理污染過程中考慮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營主體對(duì)不同治理機(jī)制的響應(yīng)能力及可操作性，是保障治理措施有效實(shí)施的必要舉措。要實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展，須對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的生產(chǎn)決策行為及其對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染的影響和對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)研究。因此，本文以浙江省為例，基于計(jì)劃行為理論和農(nóng)戶問卷調(diào)查與訪談數(shù)據(jù)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)行為與響應(yīng)意向進(jìn)行了深入分析，以期為有效開展農(nóng)業(yè)面源污染“靶向治理”提供實(shí)證依據(jù)。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 理論基礎(chǔ)

計(jì)劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）認(rèn)為人的行為模式主要受行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制這3 個(gè)內(nèi)在因素影響[10]，具體關(guān)系如圖1 所示。其中，行為態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為的喜惡程度的評(píng)估；主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)體在決策是否執(zhí)行某特定行為時(shí)感知到的社會(huì)壓力，反映了重要的他人或團(tuán)體對(duì)個(gè)體行為決策的影響；感知行為控制是指?jìng)€(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為的難易程度的判斷[11]。Jardali 等[12]認(rèn)為人的行為都是計(jì)劃的結(jié)果，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制是決定行為意向的主要變量，個(gè)人主觀態(tài)度越積極，外部條件越有利，選擇行為意向可能性越大。行為意向是指?jìng)€(gè)人對(duì)采取某項(xiàng)特定行為的主觀幾率，反映了個(gè)人對(duì)于某一特定行為的采行意愿。

圖1 計(jì)劃行為理論

農(nóng)業(yè)面源污染程度與農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為息息相關(guān)，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)、資源稟賦、其自身所處的自然和市場(chǎng)環(huán)境，以及政府的相關(guān)政策決定了農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為。只有明確了農(nóng)業(yè)面源污染與農(nóng)戶行為決策之間的關(guān)系，通過有效的政策來約束和優(yōu)化農(nóng)戶行為，才能從微觀上、根本上減輕農(nóng)業(yè)面源污染。本文將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體響應(yīng)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施時(shí)積極或消極的評(píng)價(jià)設(shè)置為行為態(tài)度變量，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體在參與農(nóng)業(yè)面源污染治理過程中來自社會(huì)各界的影響設(shè)置為主觀規(guī)范變量，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染及治理措施的認(rèn)知設(shè)置為感知行為控制變量，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的接受意愿設(shè)置為響應(yīng)意向變量，將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體近3 年的施肥行為設(shè)置為響應(yīng)行為變量。

1.2 模型構(gòu)建與研究假設(shè)

基于計(jì)劃行為理論，本文構(gòu)建了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理政策響應(yīng)行為模型（圖2），并設(shè)計(jì)了潛變量和顯變量，其中5 個(gè)潛變量分別為：主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制、響應(yīng)意向、響應(yīng)行為。衡量潛變量的指標(biāo)包括：社會(huì)環(huán)境、制度環(huán)境、經(jīng)濟(jì)理性、生態(tài)理性、政策認(rèn)知、污染認(rèn)知等幾個(gè)方面，并在此基礎(chǔ)上根據(jù)理論與實(shí)際提出了如表1 所示的假設(shè)。

表1 響應(yīng)行為模型假設(shè)

圖2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)行為模型

1.3 變量設(shè)計(jì)

本文基于模型設(shè)定，針對(duì)各潛變量設(shè)計(jì)了相應(yīng)的觀測(cè)變量作為問卷題項(xiàng)，并采用5 級(jí)李克特量表的形式測(cè)量各題項(xiàng)，其中1～5 的賦值分別對(duì)應(yīng)被調(diào)查主體從“完全不同意”至“完全同意”的5 級(jí)意愿水平。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 數(shù)據(jù)來源

本研究采用分層抽樣方法，在浙江省下轄的9個(gè)地級(jí)市中分別隨機(jī)選取3 個(gè)區(qū)（縣），每個(gè)區(qū)（縣）隨機(jī)選取3 個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）選取2 個(gè)行政村進(jìn)行農(nóng)戶問卷調(diào)查和深度訪談。最終發(fā)放650 份問卷，實(shí)際收回有效問卷598 份，樣本有效率為92%。

被調(diào)查農(nóng)戶的基本特征如表2 所示。其中，男性占調(diào)查總量的72.90%，被調(diào)查者的年齡主要集中于50～69 歲，說明從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的群體主要為中老年群體；具有小學(xué)文化程度的農(nóng)戶居多，以普通農(nóng)戶調(diào)查為主，黨員農(nóng)戶和村干部農(nóng)戶占12.20%、8.40%。

表2 受訪農(nóng)戶基本特征

2.2 研究方法

本文采用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的政策響應(yīng)行為與響應(yīng)意向進(jìn)行分析。結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，簡(jiǎn)稱SEM）是整合了路徑分析與因子分析兩種統(tǒng)計(jì)學(xué)方法的一種多變量統(tǒng)計(jì)模型，分別為結(jié)構(gòu)模型和測(cè)量模型兩個(gè)基本的模型組成。結(jié)構(gòu)模型用來界定潛在自變量（行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制）與潛在因變量（響應(yīng)意向、響應(yīng)行為）之間的線性關(guān)系。結(jié)構(gòu)模型如下：

式中，η 為內(nèi)生潛變量，研究中指農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)意向；B 為結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；ζ 為外生潛變量；Γ 為外生潛變量的系數(shù)；ζ 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

測(cè)量模型如下：

式中，ζ 為外生變量，代表種植業(yè)生產(chǎn)主體的種植結(jié)構(gòu)、規(guī)模、耕作方式和施肥行為，生產(chǎn)主體的種植結(jié)構(gòu)、規(guī)模和經(jīng)營方式等響應(yīng)行為為潛變量；ψ 為內(nèi)生變量，代表觀察指標(biāo)變量；Λζ 代表ζ 在外生變量上的因子載荷矩陣；Λψ 代表的內(nèi)生變量的因子載荷矩陣；δ 與ε 分別為與ψ 的測(cè)量誤差項(xiàng)。

3 結(jié)果與分析

3.1 數(shù)據(jù)信效度分析與模型擬合度分析

利用SPSS 19.0 和Amod 23.0 進(jìn)行了問卷數(shù)據(jù)的信度、效度分析、變量間的多重共線性分析和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理政策響應(yīng)行為模型的擬合度檢驗(yàn)。結(jié)果表明，各變量的容差值均大于0.538，方差膨脹因子最大值為1.857，均小于5，且變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.6，說明變量之間不存在多重共線性，數(shù)據(jù)的同源性偏差并不明顯。數(shù)據(jù)的信度和效度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Cronbach’s α 和組合信度（CR）大于0.5（表3）。同時(shí)，各潛變量的收斂效度（AVE）均大于0.5，可見本研究數(shù)據(jù)具有較好的內(nèi)部一致性和收斂性。采用最大似然法對(duì)模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各指標(biāo)擬合效果較好，χ2/df＜5，GFI、CFI 和NFI 的值均大于0.9，RMSEA 的值為0.057，模型整體擬合效果滿足要求。

表3 數(shù)據(jù)信度、效度及模型擬合度檢驗(yàn)

3.2 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)分析

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)行為模型中所有的假設(shè)路徑系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)（P＜0.05），表明各路徑指向的參數(shù)估計(jì)值具有較好的參考價(jià)值[13]，且變量之間都呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系（表4）。

表4 結(jié)構(gòu)模型變量間的回歸結(jié)果

行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體響應(yīng)意向的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.348、0.169、0.394，均在0.001 水平上顯著，支持假設(shè)H1、H2、H3；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)意向?qū)憫?yīng)行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.341，在0.01 水平上顯著，支持假設(shè)H4；主觀規(guī)范與行為態(tài)度、行為態(tài)度與感知行為控制、主觀規(guī)范與感知行為控制之間的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.252、0.145、0.172，均顯著，假設(shè)H5、H6、H7 得到驗(yàn)證。

為進(jìn)一步探索農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)機(jī)制，本研究借助Amos 23.0 通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)響應(yīng)意向和響應(yīng)行為的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總體效應(yīng)（表5）。筆者發(fā)現(xiàn)，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制對(duì)響應(yīng)意向和行為具有顯著的正向影響，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)程度大小依次為：感知行為控制＞行為態(tài)度＞主觀規(guī)范。這不僅驗(yàn)證了前文提出的假設(shè)，還說明了本研究提出的理論模型的合理性，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制直接影響他們的響應(yīng)意向，進(jìn)而間接影響其響應(yīng)行為。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

3.3 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理響應(yīng)行為的影響因素分析

3.3.1 響應(yīng)行為的影響因素分析 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)行為主要受其響應(yīng)意向的直接影響。如圖3 所示，響應(yīng)意向?qū)憫?yīng)行為有著顯著的正向影響（路徑系數(shù)為0.34），表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)意向越強(qiáng)烈，他們的響應(yīng)行為越積極。當(dāng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施具備一定的認(rèn)知后，他們就會(huì)對(duì)自身的耕種習(xí)慣（如減量化施肥、施用有機(jī)肥等）和相關(guān)部門提供的技術(shù)服務(wù)和指導(dǎo)培訓(xùn)（如測(cè)土配方技術(shù)服務(wù)與科學(xué)施肥指導(dǎo)）產(chǎn)生相應(yīng)的接受意向，從而對(duì)自身的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)做出一系列響應(yīng)和調(diào)整。

3.3.2 響應(yīng)意向的影響因素分析 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的響應(yīng)意向受到主觀規(guī)范、行為態(tài)度和感知行為控制的直接正向影響，且影響程度存在差異。由圖3 可知，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的行為態(tài)度和感知行為控制對(duì)他們的響應(yīng)意向影響較大，且感知行為控制的影響程度略大于行為態(tài)度（路徑系數(shù)分別為0.39、0.35）；而主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體響應(yīng)意向的影響最弱（路徑系數(shù)為0.17）。由此可知，隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為逐漸趨向理性[14]，他們對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的響應(yīng)意向很大程度上不再依賴于自身經(jīng)驗(yàn)或?qū)ι鐣?huì)環(huán)境的主觀判斷，而是基于對(duì)成本與收益的權(quán)衡以及對(duì)環(huán)境污染和政策的認(rèn)知，進(jìn)而指導(dǎo)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為。

圖3 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)及因子載荷

3.3.3 主觀規(guī)范的影響因素分析 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體在預(yù)測(cè)他人行為時(shí)，往往受到對(duì)自身行為決策具有影響力的個(gè)人或組織的影響，主要來自于兩個(gè)方面：一是國家制定的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)相關(guān)政策[15]，即制度環(huán)境；二是親友、鄰里，以及進(jìn)行相同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的個(gè)人，即社會(huì)環(huán)境。

制度環(huán)境（路徑系數(shù)為0.45）對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體主觀規(guī)范的影響明顯大于社會(huì)環(huán)境（路徑系數(shù)為0.23），說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理措施的認(rèn)知更容易影響其主觀規(guī)范的形成，政府制定的農(nóng)業(yè)面源污染治理政策有效地指導(dǎo)著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)。社會(huì)環(huán)境所帶來的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)對(duì)主觀規(guī)范的影響相對(duì)較弱，說明經(jīng)驗(yàn)型的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正不斷弱化，政策對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的行為指導(dǎo)作用將愈加顯現(xiàn)。

3.3.4 行為態(tài)度的影響因素分析 行為態(tài)度的組成成分經(jīng)常被視為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)其行為結(jié)果的顯著信念的函數(shù)[16]。由于計(jì)劃行為理論是理性行為理論的衍生與進(jìn)步，所以在行為態(tài)度上，更偏向于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)進(jìn)行理性判斷后形成的態(tài)度，包括經(jīng)濟(jì)理性和生態(tài)理性。

結(jié)果表明，生態(tài)理性（路徑系數(shù)為0.49）對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體行為態(tài)度的影響明顯大于經(jīng)濟(jì)理性（路徑系數(shù)為0.31），說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體逐漸重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的可持續(xù)發(fā)展。近年來，有機(jī)肥的逐漸普及也能很好地說明這一點(diǎn)。由于化肥和有機(jī)肥對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境的污染程度不同，相對(duì)于化肥所帶來的經(jīng)濟(jì)效益，理性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體更傾向于考慮有機(jī)肥帶來的生態(tài)效益，從而影響自身的行為態(tài)度。

3.3.5 感知行為控制的影響因素分析 當(dāng)個(gè)人認(rèn)為自己所掌握的資源與機(jī)會(huì)愈多、預(yù)期的阻礙愈少，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的感知行為控制就愈強(qiáng)。影響其行為的方式主要有兩種，一是對(duì)行為動(dòng)機(jī)的影響，二是對(duì)行為結(jié)果的直接預(yù)測(cè)。感知行為控制就是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體基于過往農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期，對(duì)當(dāng)下政策與污染的認(rèn)知程度[16]。

結(jié)果表明，政策認(rèn)知（路徑系數(shù)為0.56）對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體感知行為控制的影響大于生態(tài)認(rèn)知（路徑系數(shù)為0.37）。在判斷最新政策是否將對(duì)自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)造成影響時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)個(gè)體根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)的判斷，做出自己的預(yù)期，形成自身對(duì)政策的認(rèn)知，從而影響感知行為控制。當(dāng)政策通過有機(jī)肥補(bǔ)貼的形式鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體使用有機(jī)肥代替化肥，從而減少化肥帶來的生態(tài)環(huán)境污染時(shí)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體會(huì)根據(jù)以往該行為的影響來考慮其污染與產(chǎn)量?jī)r(jià)值[20]，從而形成每個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體獨(dú)有的感知行為控制。

4 討論與結(jié)論

農(nóng)業(yè)面源污染對(duì)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展、農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化環(huán)境下綠色農(nóng)業(yè)的縱深發(fā)展有著重要影響，已成為我國農(nóng)村環(huán)境治理體系的重點(diǎn)關(guān)注領(lǐng)域。隨著我國耕地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)的快速發(fā)展和農(nóng)業(yè)資本的不斷深化，農(nóng)業(yè)面源污染的成因與現(xiàn)狀也更加復(fù)雜化，進(jìn)一步加劇了農(nóng)業(yè)面源污染治理的難度。

本文以浙江省為例，基于TPB 理論，構(gòu)建出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體對(duì)農(nóng)業(yè)面源污染治理的響應(yīng)意向和響應(yīng)行為模型，并利用SEM 模型進(jìn)行了檢驗(yàn)與修正，通過研究得出以下結(jié)論。

（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對(duì)他們的響應(yīng)意向有顯著正向影響；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)意向?qū)憫?yīng)行為有顯著的正向影響；主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制三者之間互相有顯著的正向影響。

（2）行為態(tài)度和感知行為控制對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體響應(yīng)意向的影響較大，主觀規(guī)范相對(duì)較弱。其中，制度環(huán)境對(duì)主觀規(guī)范的影響明顯大于社會(huì)環(huán)境，生態(tài)理性對(duì)行為態(tài)度的影響大于經(jīng)濟(jì)理性，政策認(rèn)知對(duì)感知行為控制的影響遠(yuǎn)大于生態(tài)認(rèn)知。

（3）部分農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的科學(xué)施肥意識(shí)較為薄弱，尚未形成科學(xué)、有效的政策認(rèn)知與污染認(rèn)知。此外，不同農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的組織形式、年齡結(jié)構(gòu)、受教育程度等多種復(fù)雜因素也會(huì)直接或間接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體的響應(yīng)意向與行為，由于研究范圍與研究方法的局限性，本文尚未嚴(yán)格控制這些復(fù)雜因素，在今后的研究中將考慮把這些因素納入模型中。